劉顏顏,付 微,張艷霞,任玉枝,李鴻艷

(1.南昌大學護理學院; 2.江西省婦幼保健院產(chǎn)科,南昌 330006)

妊娠期糖尿病(GDM)是指妊娠前糖耐量正常,妊娠期發(fā)生或首次發(fā)現(xiàn)的糖耐量異常,是最常見的妊娠并發(fā)癥之一[1]。隨著人們生活水平的提升和生活方式的改變,越來越多孕婦被診斷為GDM。國際糖尿病聯(lián)盟(IDF)指出2017年全球GDM患病人數(shù)約為1840萬,全球患病率為1%～14%[2]。根據(jù)國際糖尿病與妊娠研究組(IADPSG)的診斷標準,我國上海GDM患病率為14.3%,新加坡GDM患病率為12.0%[3]。GDM不僅會引起孕婦嚴重的代謝紊亂、糖尿病酮癥酸中毒等嚴重圍產(chǎn)期并發(fā)癥,還會造成早產(chǎn)、巨大兒、肩難產(chǎn)、新生兒高膽紅素血癥、新生兒呼吸窘迫綜合征等不良妊娠結(jié)局[4]。

GDM的基礎治療是飲食和運動,它能維持患者體重增長處于正常范圍,穩(wěn)定血糖水平,促進胎兒生長發(fā)育,保障母嬰健康。然而,現(xiàn)階段GDM患者的飲食依從狀況不容樂觀。依從性是指患者根據(jù)醫(yī)療處方采取的行動,包括藥物、飲食、臨床護理和生活方式的改變[5]。飲食依從性是患者遵照醫(yī)務人員制定的飲食治療方案,積極參與和堅持以保持健康的行為[5]。有研究指出,飲食依從性良好的孕婦能夠減少不良妊娠結(jié)局的發(fā)生[6]。因此,提高GDM患者的飲食依從性對保障母嬰安全至關重要。

目前,有關GDM患者飲食依從性大多采用糖尿病飲食依從性量表中的飲食行為依從部分進行評估[7],而GDM孕婦兼顧著妊娠和控制血糖雙重任務,其飲食依從方面要更加考慮胎兒營養(yǎng)狀況并需要多方支持,故現(xiàn)存的糖尿病飲食依從性量表對GDM患者適用性不強。鑒于此,本研究旨在編制GDM患者飲食依從性量表,為臨床GDM患者飲食依從性提供測評工具。

1 量表編制過程與方法

1.1 量表理論框架

以計劃行為理論(TPB)為理論框架,該理論由美國學者AJZEN提出[8]。根據(jù)計劃行為理論結(jié)構(gòu),個人的行為意圖有三種傾向:對行為的態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制,形成行為意圖后指導行為執(zhí)行[9]。該理論是一個成熟的心理學理論,并且在飲食與運動中得到廣泛的應用[10-11]。飲食依從性歸屬于意向和行為,基于計劃行為理論框架,GDM患者的飲食依從性可以從飲食治療的態(tài)度、主觀規(guī)范、飲食行為控制三方面闡述行為意圖,產(chǎn)生行為意圖后由此指導GDM患者的飲食行為。

1.2 條目池的形成

在計劃行為理論的基礎上,結(jié)合文獻回顧、專家咨詢和專家小組討論等方法,并借鑒有關飲食依從性的測評工具,對收集到的條目整理和分析,形成GDM患者飲食依從性條目池。包括3個一級指標,即飲食治療態(tài)度(4個條目)、主觀規(guī)范(7個條目)和飲食治療行為調(diào)控(9個條目),共計20個條目。

1.3 Delphi專家函詢法

由研究者邀請12名專家并面對面發(fā)放專家函詢問卷,讓專家對每個維度和條目的重要性和合理性進行評價。專家函詢問卷包括三大部分:卷首信和填表說明、專家基本情況及權(quán)威自評表、問卷正文(GDM患者飲食依從性量表的維度和各個條目)。采取Likert 5級評分法,從“不重要”到“非常重要”,從“不合理”到“非常合理”,分別賦值1～5分,并設有專家意見欄“同意”“需修改”“不同意”以及專家修改意見明細欄。第一輪專家函詢結(jié)束,經(jīng)專家意見和小組討論后針對需要修改或刪除的條目進行整理和匯總,而后進行第二輪專家咨詢。保留每輪咨詢重要性賦均數(shù)≥4.0,變異系數(shù)≤0.25的條目[12]。

1.4 量表初稿的條目篩選

采用下列方法檢驗條目的可適性。1)臨界比值法:將研究對象按降序排列,前27%的GDM孕婦為高分組,后27%的GDM孕婦為低分組,用t檢驗比較2組的得分。2組得分差異無統(tǒng)計學意義或t臨界值小于3的條目予以刪除[13]。2)相關系數(shù)法:計算問卷總分與各條目的相關性,刪除與總分不相關或低度相關(r<0.3)的條目[14]。3)Cronbach’s α系數(shù)法:檢驗個別條目刪除后,量表總體信度變化情況。如果該條目信度高于量表總體信度,刪除后提高了總體信度,則說明該條目同質(zhì)性低[13]。

1.5 量表的信效度檢驗

1.5.1 調(diào)查對象

采取便利抽樣的方法,選取2021年7—9月在江西省婦幼保健醫(yī)院產(chǎn)科門診通過口服葡萄糖耐量試驗(OGTT)確診的GDM患者。納入標準:1)根據(jù)IADPSG確診為GDM的孕婦;2)妊娠≥24周;3)年齡≥20歲;4)意識清楚,溝通能力正常;5)自愿參加調(diào)查。排除標準:1)孕前患有糖尿病;2)孕婦合并其他系統(tǒng)并發(fā)癥(肝腎、心腦血管等)。

發(fā)放305份問卷,回收305份,回收率100%,有效問卷300份,有效率98.36%。GDM患者年齡20～44(30.60±4.77)歲;居住城市者243例(81.0%),居住農(nóng)村者57例(19.0%);本科及以上學歷131例(43.7%),大專67例(22.3%),高中或中專45例(15.0%),初中50例(16.7%),小學及以下7例(2.3%);初產(chǎn)婦170例(56.7%),經(jīng)產(chǎn)婦130例(43.3%);有GDM史37例(12.3%),無GDM史263例(87.7%)。

1.5.2 調(diào)查問卷

采用專家函詢后形成的初始量表進行調(diào)查,包括3個維度、20個條目,飲食治療態(tài)度(4個條目)、飲食治療遵從動機(7個條目)和飲食治療行為調(diào)控(9個條目)。為了能及時、有效地反映患者的飲食依從性,時間限定為近2周的飲食管理情況。采用Likert 5級評分法,條目從“完全符合—完全不符合”,計分為“5～1”?？偡?00分,得分越高說明GDM孕婦的飲食依從性越好。

1.5.3 資料收集方法

由研究者組織同一性指導語言,采取面對面的方式發(fā)放問卷。調(diào)查前說明研究的目的、意義及填寫說明,必須征得患者本人的同意。量表由GDM患者本人親自填寫,填寫過程中不誘導患者的選擇,且提醒患者真實、客觀地反映情況。

1.5.4 效度檢驗

1)內(nèi)容效度:邀請5名專家對量表的條目進行4分制評價,“1”代表一點都不相關、“2”表示必須修改否則不相關、“3”代表和研究內(nèi)容相關但需少量修改、“4”代表非常相關。由此計算總量表的內(nèi)容效度指數(shù)(S-CVI)以及各個條目的內(nèi)容效度指數(shù)(I-CVI)[15]。

2)結(jié)構(gòu)效度:首先采用探索性因子分析法以探討條目池包含的維度及量表的結(jié)構(gòu),要求公因子的累計方差貢獻率為40%以上[16]。利用主成分分析法提取公因子,生成特征值>1的因子,保留公因子載荷>0.4的條目[17]。再采用驗證性因子分析法以驗證量表假設的理論模型結(jié)構(gòu)的擬合指數(shù)是否合適,建議近似誤差均方根(RMSEA)<0.06,整體擬合系數(shù)卡方自由度比值(CMIN/df)<3,比較擬合指數(shù)(CFI)、遞增擬合指數(shù)(TFI)大于0.9[18]。

1.5.5 信度檢驗

1)內(nèi)部一致性信度:計算各維度和總量表的Cronbach’s α系數(shù);2)重測信度:對60例GDM孕婦間隔2周后重新測量,計算2次測量的量表各維度和總量表測量結(jié)果的相關性。

1.6 統(tǒng)計學方法

運用Excel2010、SPSS26.0和Amos23.0軟件對數(shù)據(jù)進行錄入和分析。采用臨界比值法、相關系數(shù)法和Cronbach’s α系數(shù)法進行項目分析,采用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度評價量表效度,采用內(nèi)部一致性信度和重測信度評價量表信度。

2 結(jié)果

2.1 專家咨詢結(jié)果

共進行兩輪Delphi專家函詢,第一輪發(fā)放12份問卷,回收11份,回收率91.66%。第二輪發(fā)放11份問卷,回收11份,回收率100%。說明專家積極程度較高。11名專家中主任醫(yī)師2名,主治醫(yī)師3名,主任護師1名,主管護師4名,護理學副教授1名。主要研究方向為GDM、孕期營養(yǎng)和慢病管理。專家年齡為33～57(42.91±8.51)歲,平均工作時間10～37(19.73±10.18)年。兩輪專家權(quán)威系數(shù)(Cr)分別為0.865和0.892。兩輪專家意見協(xié)調(diào)程度(Kendall’s W)分別為0.316和0.330。第一輪條目重要性評分為4～5分,平均4.86分,變異系數(shù)為0.00～0.15,均<0.25,第二輪條目重要性評分平均為4.90分,變異系數(shù)均<0.25。因此,兩輪專家函詢后意見趨于一致,量表包括飲食治療態(tài)度、飲食治療遵從動機和飲食治療行為調(diào)控3個維度,保留20個條目。

2.2 項目分析

分析結(jié)果見表1。

表1 量表初稿條目篩選結(jié)果

1)臨界比值法:20個條目在高分組與低分組的比較差異均有統(tǒng)計學意義(P<0.05),予以保留。2)相關系數(shù)法:通過Pearson相關性檢驗得出,條目3、條目17、條目18的相關系數(shù)r<0.3,故予以刪除。所有條目差異均有統(tǒng)計學意義(P<0.01)。3)Cronbach’s α系數(shù)法:計算總量表及各條目的Cronbach’s α系數(shù),結(jié)果顯示條目6、17、9、3的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.811、0.814、0.816、和0.811,均高于總量表的Cronbach’s α系數(shù),故予以刪除,刪除后總量表Cronbach’s α系數(shù)為0.825。

2.3 效度分析

2.3.1 內(nèi)容效度

總量表內(nèi)容效度指數(shù)S-CVI=0.96,各條目內(nèi)容效度指數(shù)I-CVI為0.8～1.0。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度

1)探索性因子分析:經(jīng)項目篩選后形成15個條目,其KMO值為0.861,Bartlett’s球形檢驗結(jié)果顯示χ2=1 192.754,df=105,P<0.001,適合采取因子分析法。經(jīng)主成分分析法后提取特征值>1的3個公因子,累計貢獻率為52.65%。經(jīng)最大方差法旋轉(zhuǎn)后,在第5次迭代后已收斂。結(jié)果顯示條目13因子載荷為0.482,且存在雙重載荷,予以刪除,條目15的因子載荷為0.342,小于0.4,予以刪除。13個條目共同度>0.2,條目載荷均>0.5,予以形成最終量表。根據(jù)條目內(nèi)容及因子數(shù),命名為飲食治療態(tài)度(3個條目)、飲食治療遵從動機(5個條目)和飲食治療行為調(diào)控(5個條目)。見表2。

表2 GDM患者飲食依從性量表提取3個公因子旋轉(zhuǎn)后結(jié)構(gòu)矩陣 n=300

2)驗證性因子分析:研究結(jié)果顯示,CMIN/df為1.803,RMSEA為0.052,擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)為0.894,調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)(AGFI)為0.866,IFI為0.950,CFI為0.949、Tucker-Lewis指數(shù)(TLI)為0.936。結(jié)構(gòu)方程模型顯示潛變量與潛變量相關系數(shù)為0.59～0.75,因子載荷>0.3。見圖1。

圖1 GDM患者飲食依從性量表結(jié)構(gòu)方程模型

2.4 信度分析

2.4.1 內(nèi)部一致性信度

總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.825,各因子的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.813、0.813、0.811,各條目Cronbach’s α系數(shù)為0.801～0.823。

2.4.2 重測信度

選取60名GDM患者第1次測量后,間隔2周復測1次。總量表的重測信度為0.989,各因子重測信度為0.959～0.993。結(jié)果顯示差異有統(tǒng)計學意義(P<0.01),見表3。

表3 量表各因子及總量表的重測信度分

2.5 GDM患者飲食依從性量表的計分方法

GDM患者飲食依從性量表共包括13個條目,3個維度,包括飲食治療態(tài)度(條目1、2、4)、飲食治療遵從動機(條目5、7、8、10、11)和飲食治療行為調(diào)控(條目12、14、16、19、20)。評估時間限定為近2周。所有條目均采用Likert 5級評分法,每個條目分為“完全不符合”“基本不符合”“有時符合”“基本符合”“完全符合”,分別計為“1、2、3、4、5分”,總分65分。并定義<26分為飲食依從性較差,26～52分為飲食依從性中等,>52分為飲食依從性較好。

3 討論

3.1 量表編制的必要性和可靠程度

為了了解GDM孕婦醫(yī)學營養(yǎng)計劃落實情況,本研究按照量表編制流程,發(fā)展一份GDM患者飲食依從性量表,以便真實、客觀地反映GDM患者飲食依從性,為下一步科學有效地幫助患者控制血糖、保障母嬰安全提供依據(jù)。量表的制定經(jīng)過了兩輪專家函詢,專家工作時間最短10年,最長37 年,在GDM方向上有深入的研究,關注孕婦的孕期營養(yǎng),經(jīng)常為GDM孕婦制定孕期干預計劃。函詢條目池內(nèi)容得到專家的高度認可,并認為重點突出,言簡意賅,適合調(diào)查GDM孕婦的飲食依從性。專家協(xié)調(diào)程度高,第二輪Kendall’s W為0.330,高于第一輪,專家權(quán)威系數(shù)>0.80,說明函詢結(jié)果可靠程度高。

量表的研制圍繞計劃行為理論的框架,從對行為的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制3個維度構(gòu)建量表。計劃行為理論是由理性行為理論發(fā)展而來,在計劃行為理論中[19],行為態(tài)度是指個體對執(zhí)行某行為贊同或者不贊同的評估。主觀規(guī)范是指個體所感知到的社會壓力對行為決策的影響,主要包含規(guī)范信念和遵從動機2個因素。規(guī)范信念是指個體認為“重要他者”對特定行為支持或反對的期望,遵從動機是指個體遵循“重要他者”期望的程度。感知行為控制是指個體對執(zhí)行某項行為難易程度的判斷,其包含內(nèi)部控制信念和外部控制信念。內(nèi)部控制信念與執(zhí)行某項行為的信心有關,外部控制信念與行為控制有關[20]。

根據(jù)上述理論與相關研究,良好的行為態(tài)度可以幫助女性提高飲食依從性[21]。量表第一個維度命名為“飲食治療態(tài)度”。GDM患者的家人、醫(yī)務工作者對GDM孕婦的支持在很大程度上可以視為一種支持、督促與監(jiān)控,正是因為他們的支持、督促與監(jiān)控能促使孕婦遵從飲食治療的動機更強?；颊邔胰恕⑴笥?、醫(yī)務工作者等期望的遵從程度能夠提高治療的效果[22]。遵從動機越強,治療效果越好[22]。記錄飲食日記與找到飲食規(guī)律是一種飲食監(jiān)測行為,該行為促使患者更明白血糖變化與飲食的關系,可進一步增強飲食控制動機,達到控糖的目的。因此,本研究將第2個維度的命名改為“飲食治療遵從動機”。在外聚餐和工作繁忙時遵從飲食治療原則,是一種克服情境困難進行飲食調(diào)控的過程。當患者為滿足自身對食物選擇需求時,同樣屬于飲食調(diào)控行為。因此本研究第3個維度命名為“飲食治療行為調(diào)控”。

3.2 量表具有良好的效度

內(nèi)容效度指量表的代表性和貼切性,看量表內(nèi)容是否反映了測量的特質(zhì),可否達到測量的目的,較好地代表測量的內(nèi)容和預期的效果[23]。有研究[24]顯示,量表的S-CVI達到0.80以上,I-CVI≥0.78,提示內(nèi)容效度較優(yōu)。本研究選取5名資深專家評定量表的內(nèi)容效度,量表的S-CVI和I-CVI均滿足要求,說明量表的內(nèi)容分布合理,效度良好。

本研究通過Pearson相關性檢驗發(fā)現(xiàn),條目3“我認為妊娠期糖尿病飲食治療方案太繁瑣,所以不能很好地執(zhí)行”、條目17“我會擔心血糖過高而控制自己少吃”和條目18“當出現(xiàn)饑餓或?qū)κ澄锏目释麜r,我仍能控制飲食”的相關系數(shù)分別為0.279、0.272、0.295,均<0.3,不符合測量學標準,予以刪除。同時條目3內(nèi)容為反向性問題,條目17、18內(nèi)容缺乏考慮胎兒的生長發(fā)育,不能將飲食控制限制太過,故予以刪除。運用Cronbach’s α系數(shù)法得出,條目6“我聽從醫(yī)生建議購買食物稱”的Cronbach’s α系數(shù)為0.811,條目9“我能自己烹飪?nèi)焉锲谔悄虿〔汀钡腃ronbach’s α系數(shù)為0.816,均高于總量表的Cronbach’s α系數(shù)0.810,予以刪除,刪除后總量表Cronbach’s α系數(shù)上升為0.825。同時條目6、條目9的內(nèi)容可能與孕婦自己做飯有關,但多數(shù)孕婦是受到家人照顧,導致統(tǒng)計結(jié)果不理想。

本研究經(jīng)過探索性因子與驗證性因子分析量表的結(jié)構(gòu)效度。在項目分析后保留的15個條目,再經(jīng)過因子分析得出條目13“我學會了食物互換表進行食物替換”存在多重負荷,條目15“我覺得按照食物交換份法進餐很麻煩”條目載荷小于0.3,不符合測量學標準。且2個條目的內(nèi)容歸類不當,故予以刪除。得到13個條目的最終量表再次進行因子分析,利用主成分分析法提取3個公因子,3個公因子的方差貢獻率分別為19.58%、18.26%和14.81%。累計方差貢獻率為52.65%,>40%,符合測量學標準。采用最大方差旋轉(zhuǎn)法后得出因子1載荷為0.537～0.771,因子2載荷為0.532～0.743,因子3載荷為0.558～0.725,均>0.5,表明量表結(jié)構(gòu)良好。同時將飲食治療態(tài)度、飲食治療遵從動機、飲食治療行為調(diào)控進行驗證性因子分析,結(jié)果顯示CMIN/df=1.803<3,適配理想。RMSEA=0.052,屬于可接受范圍。CFI、IFI、TLI均>0.9,結(jié)果適配良好,說明量表的結(jié)構(gòu)效度較好。

3.3 量表具有良好的信度

本研究選用Cronbach’s α系數(shù)評估量表的內(nèi)部一致性。本研究量表總的Cronbach’s α系數(shù)為0.825,各條目Cronbach’s α系數(shù)為0.801～0.823,均>0.8,說明量表信度高,一致程度和同質(zhì)性好[17]。重測信度反映量表的穩(wěn)定程度,間隔2周后再次對同一批患者進行測量。本研究抽取60名GDM患者進行重測,結(jié)果顯示重測信度為0.989,說明量表的穩(wěn)定性較好?；颊咭脖硎玖勘淼臈l目內(nèi)容簡單易理解,同時又能充分反映當下依從現(xiàn)狀,且完成時間較短,患者完成問卷平均花費2 min,接受度高。

4 小結(jié)

本研究通過文獻回顧、專家函詢和小組討論確定量表初稿,運用初稿對GDM患者進行調(diào)查,而后經(jīng)項目篩選及信效度檢驗后形成最終版量表。編制的GDM患者飲食依從性量表經(jīng)過量表信效度評價得出,量表的信度、結(jié)構(gòu)效度、內(nèi)容效度均達到測量學標準,可用于GDM患者飲食依從性的測評,為及時對GDM孕婦進行飲食干預提供依據(jù)。

5 研究不足與展望

本研究的量表調(diào)查對象僅局限于一家醫(yī)院,可能導致選擇偏倚,此外量表的研制缺乏運用質(zhì)性與量性相結(jié)合方法構(gòu)建條目池、效度檢驗方面有待運用效標關聯(lián)效度更進一步驗證,未來將繼續(xù)開展多中心、大樣本研究以檢驗量表性能。